Asimetría en la reacción de la política fiscal discrecional al ciclo del

Documentos de Trabajo
Asimetría en la reacción de la política fiscal discrecional
al ciclo del PIB y
efectos sobre la deuda: un análisis del caso uruguayo
Guillermo Santos y Yael Stolovas
Documento No. 08/12
Julio 2012
ISSN 0797-7484
1
Asimetría en la reacción de la política fiscal
discrecional al ciclo del PIB y efectos sobre la deuda:
un análisis del caso uruguayo1
Guillermo Santos*
Yael Stolovas**
Julio 2012
Abstract
The aim of this paper is to study empirical evidence supporting the hypothesis that
discretionary fiscal policy is asymmetric over the business cycle in Uruguay. We
estimate fiscal reaction functions covering annual data from 1970 through 2009, in
which the dynamics of fiscal balance is due to structural and cyclical factors. We find
evidence that discretionary fiscal policy has been asymmetric over the business cycle,
reacting strongly in “good times” and weakly during “bad times”. Furthermore,
discretionary fiscal policy has been procyclical during “good times”, but acyclical in
economics downturns. Considering the reaction of discretionary fiscal policy during
“bad times”, we find evidence that it has been countercyclical during soft economic
downturns and slightly procyclical in contexts of significant economic crisis. Finally,
we improve an exercise to assess the consequences of this cyclical pattern of
discretionary fiscal policy over debt/GDP ratio, concluding that could have contributed
to debt accumulation over the period.
Key words: fiscal policy, cyclical asymmetry, fiscal procyclicicality, debt
accumulation
JEL: E62, H6
Resumen
Este trabajo analiza la existencia de asimetría en la reacción de la política fiscal
discrecional ante distintas fases del ciclo económico en Uruguay. Con este propósito se
estiman funciones de reacción fiscal para el período 1970-2009, donde la dinámica de
las cuentas públicas es explicada por factores estructurales y cíclicos. El trabajo
encuentra evidencia de que la política fiscal discrecional ha reaccionado con mayor
intensidad ante fases positivas que ante fases negativas del ciclo. Asimismo, la política
fiscal discrecional ha mostrado una orientación procíclica ante fases positivas y acíclica
ante fases negativas. Si se distingue las fases negativas en recesiones leves y severas, se
encuentra que ante las primeras la política fiscal discrecional ha reaccionado en forma
contracíclica, mientras que ante las segundas la reacción es acíclica. El trabajo concluye
con un ejercicio acerca del impacto de la asimetría y la prociclicidad de la política fiscal
discrecional sobre el nivel de endeudamiento que permite observar que dichos
comportamientos han derivado en un endeudamiento adicional en el período de estudio.
1
Esta investigación es resultado del Trabajo monográfico para la obtención del título de Licenciado en
Economía de la Universidad de la República. Los autores agradecen especialmente el apoyo brindado por
Leonardo Vicente en su calidad de tutor del trabajo.
*Departamento de Economía. Facultad de Ciencias Sociales. Universidad de la República.
guillermo@decon.edu.uy **ystolovas@gmail.com
2
1. Introducción
En términos generales, sería deseable que la política fiscal reaccione con similar
intensidad ante diferentes estados del ciclo, es decir que presente un comportamiento
simétrico. Cabe destacar que esto es independiente del carácter procíclico o
contracíclico que la misma pueda tener. Suponiendo contraciclicidad, los superávit
fiscales generados en auges económicos deberían compensar los déficit fiscales
acumulados en recesiones. Aún en presencia de una política fiscal procíclica, (no
recomendado desde un punto de vista teórico) la simetría al ciclo sería deseable de
modo de evitar un sesgo expansivo del gasto público que pueda comprometer la
sostenibilidad financiera del gobierno a largo plazo.
La mayoría de los trabajos que analizan la orientación de la política fiscal en el ciclo se
centran en su carácter procíclico o contracíclico, asumiendo implícitamente que la
misma reacciona con igual intensidad ante distintas fases del ciclo, es decir suponiendo
que presenta una reacción simétrica al ciclo. Sin embargo, cabe preguntarse: ¿podría ser
asimétrica la reacción de la política fiscal en el ciclo? ¿Qué factores colaboran a esta
asimetría?
Buchanan y Wagner (1978) plantean que una respuesta simétrica del gasto público al
ciclo podría derivar de la implementación de recomendaciones keynesianas en un
contexto utópicamente adecuado en el que las políticas son implementadas por un
“planificador benevolente”. Tal planificador se inclinaría por generar déficit fiscales en
recesiones que luego serían compensados por superávit fiscales durante períodos de
auge. Empero, estos autores plantean que en un contexto más realista puede haber lugar
para un comportamiento fiscal asimétrico, ya que la toma de decisiones puede verse
afectada por intereses propios de los planificadores, “miopía de agentes”, etc. En este
contexto incrementar el gasto en fases recesivas es “políticamente atractivo”, pero en
épocas de expansión económica no es una tarea sencilla implementar recortes simétricos
del gasto, al menos no desde un punto de vista político.
La simetría cobra especial relevancia en el contexto actual en el que debido a los fuertes
estímulos fiscales y monetarios implementados por las economías desarrolladas para
amortiguar los efectos de la crisis, muchos países presentan un deterioro significativo de
sus cuentas fiscales. En línea con ello, una vez superado el peligro de la recesión, se
3
vuelve indispensable pensar una “estrategia de salida” que contemple la sostenibilidad y
la estabilidad macroeconómica en el mediano y largo plazo.
Asimismo, en Uruguay el manejo de las variables fiscales ha constituido un tema
delicado e incluso en ciertas ocasiones no ha logrado adecuarse a las necesidades del
país, intensificando problemas más que contribuyendo a solucionarlos. Uruguay cuenta
con una historia de persistente déficit fiscal y elevado endeudamiento; combinación que
en ocasiones ha resultado peligrosa para el crecimiento y la estabilidad
macroeconómica, ya que ha vuelto al país muy vulnerable ante contextos regionales e
internacionales desfavorables.
En vista de esto último, el presente trabajo pretende analizar si la política fiscal en
Uruguay responde en forma asimétrica ante distintas fases del ciclo económico,
potenciando un sesgo expansivo del déficit fiscal que incrementa los niveles de
endeudamiento.
2. Evidencia empírica sobre asimetría en la reacción de la política
fiscal ante el ciclo
La mayoría de los estudios que buscan identificar una conducta fiscal asimétrica
recurren a la estimación de funciones de reacción fiscal que explican el comportamiento
de las cuentas públicas a través de un conjunto de variables entre las que se encuentra el
ciclo económico. En términos generales, los trabajos plantean una regresión cuya
variable dependiente es una variable de resultado fiscal y entre las variables explicativas
se encuentra el ciclo económico, la variable dependiente rezagada y otras variables de
control.
De modo de capturar la respuesta asimétrica, las funciones consideran por separado las
fases positivas y negativas del ciclo; es decir dos variables explicativas diferentes en la
función de reacción fiscal. Como resultado, estiman sensibilidades distintas del
resultado fiscal ante momentos positivos y negativos del ciclo (coeficientes distintos).
Empleando esta metodología, Gavin y Perotti (1997) analizan la política fiscal de 13
economías de América Latina y 16 países de la OCDE para el período 1970-1995,
encontrando evidencia de asimetría en la respuesta de la política fiscal ante shocks de
producto en las economías desarrolladas. Concretamente, en estas economías, la
intensidad de la respuesta ante fases negativas es muy superior a la observada ante fases
positivas. Al estudiar las economías latinoamericanas, la asimetría sería diferente:
4
durante fases negativas el resultado fiscal reaccionaría con menos sensibilidad que en
fases positivas. La mencionada diferencia entre economías desarrolladas y
latinoamericanas se vuelve más evidente si se consideran exclusivamente períodos de
recesiones fuertes.
Hercowitz y Strawczynski (1998 y 2001) estudian la forma en que el ciclo económico
ha influido en el incremento del gasto público/PIB (g) en las economías de la OCDE. El
principal resultado de estos trabajos es que la evolución creciente de g se relaciona a un
sesgo cíclico: g crece considerablemente en fases contractivas, pero en fases expansivas
permanece relativamente constante en su nuevo nivel más elevado. En otras palabras, el
gasto es contracíclico durante las contracciones, pero no lo es en períodos de auge.
Por su parte, Balassone y Francese (2004) analizan la asimetría de la política fiscal en
los países de la Unión Europea, Japón y EE.UU, para el período 1970-2002. Los autores
encuentran evidencia de una significativa asimetría: comportamiento contracíclico en
ambas fases del ciclo, pero más intenso en las fases negativas. Adicionalmente,
concluyen que este comportamiento asimétrico ha contribuido a un mayor
endeudamiento de los países considerados en la muestra.
En un segundo trabajo, Balassone y Kumar (2005) distinguen entre economías
emergentes y desarrolladas y entre política fiscal discrecional y endógena. El estudio se
realiza para 13 economías desarrolladas y 21 emergentes para el período 1975-1997.
Los autores concluyen que en los países emergentes, la política fiscal discrecional se
muestra procíclica, neutralizando totalmente la acción de los estabilizadores
automáticos. Adicionalmente, se encuentra que la política fiscal es menos sensible a
cambios en el output gap en los países emergentes que en los países desarrollados.
Turrini (2008) analiza el comportamiento cíclico de la política fiscal para los países de
la Zona Euro con datos anuales para el período 1980-2005, concluyendo que la política
fiscal discrecional presenta un sesgo procíclico en fases positivas del ciclo, pero no hay
evidencia significativa de que presente un sesgo cíclico durante fases negativas. El autor
estima funciones de reacción para ingresos y egresos fiscales, concluyendo que el sesgo
procíclico en fases expansivas tiene su origen en el gasto. A modo de captar la respuesta
fiscal ante distintos momentos del ciclo se estiman coeficientes diferentes para distintos
niveles de output gap, concluyendo que el gasto es significativamente procíclico cuando
el output gap es positivo y el PIB se encuentra muy por encima del nivel potencial.
5
Manasse (2006), por su parte desecha la metodología de funciones de reacción fiscal
utilizando como alternativa un algoritmo matemático propuesto denominado Multiple
Adaptive Regresion Spline (MARS) para estudiar la política fiscal en el ciclo para 49
países en el período 1970-2004. A diferencia de la metodología tradicional que emplea
funciones lineales de reacción fiscal, este autor parte del supuesto de que la forma
funcional de la relación entre variables dependiente e independiente es desconocida para
el analista. Será el algoritmo MARS el que permitirá aproximar tal relación e identificar
las variables relevantes. Manasse concluye que la política fiscal es acíclica en fases
negativas del ciclo y fuertemente procíclica durante fases positivas. Adicionalmente, el
autor identifica diferencias entre economías emergentes y desarrolladas: las primeras
presentan prociclicidad fiscal aún durante épocas de recesiones severas, pero durante las
fases positivas la prociclicidad fiscal es menor que en las economías desarrolladas.
En síntesis, la literatura coincide en la evidencia de asimetría en la reacción de la
política fiscal al ciclo del producto. Adicionalmente, existe consenso entre los estudios
revisados respecto a que la política fiscal es más sensible a cambios en el nivel de
actividad en las economías desarrolladas que en las economías emergentes. En las
primeras, la política fiscal es en promedio contracíclica, pero reacciona con mayor
intensidad ante fases negativas del ciclo que ante fases positivas. En las economías
emergentes, los autores coinciden en que ante fases expansivas del ciclo, la política
fiscal discrecional presenta un comportamiento procíclico, neutralizando total o
parcialmente el efecto contracíclico de los estabilizadores automáticos. Finalmente, en
las economías emergentes la política fiscal reaccionaría con menor intensidad ante fases
contractivas que ante fases expansivas. Gavin y Perotti (1997) y Manasse (2006)
planten incluso cierta prociclicidad en momentos de recesiones severas.
Para Uruguay el único estudio encontrado que analiza la existencia de asimetría en la
reacción de política fiscal al ciclo es realizado por Maihlos y Sosa (1998). Dicho trabajo
caracteriza el comportamiento cíclico de la política fiscal en Uruguay; dentro de este
análisis la existencia de asimetría es un aspecto más a considerar. El análisis se realiza
con datos provenientes de cuentas nacionales para el período 1955-1998. La principal
conclusión a la que arriban es que la política fiscal uruguaya es fuertemente procíclica,
tanto por la conducción del gasto público como en lo que refiere a la recaudación. Al
estudiar la existencia de asimetría en la reacción de la política fiscal al ciclo, los autores
investigan los componentes del gasto del gobierno: consumo e inversión para el periodo
6
1955-1998. Los resultados arrojan que si bien los coeficientes son estadísticamente
significativos, la diferencia entre ellos no lo es, por lo tanto concluyen que no existe
evidencia contundente de un comportamiento asimétrico de la política fiscal ante
expansiones y recesiones.
3. Las finanzas públicas en Uruguay en el período 1970-2009
Para analizar las finanzas públicas en Uruguay se emplean datos del consolidado
Gobierno Central-Banco de Previsión Social (en adelante GC). Esto implica la no
consideración del resultado de Gobiernos Departamentales, pero si transferencias entre
las Empresas Públicas y el GC. Cabe destacar que el período de estudio y la cobertura
del análisis se vieron condicionados por las restricciones en la disponibilidad de datos.
A excepción de algunos años puntuales (1979, 1980, 1991 y 1992), el resultado global
del GC fue siempre deficitario. Durante los ‘70, el modelo liberalizador y la
implementación de una regla cambiaria provocaron que el GC lograra magros superávit
globales, pero la crisis de 1982 deterioró seriamente las cuentas públicas. La política
cambiaria de bandas de flotación implementada en los ‘90 reclamó más cintura fiscal
por lo que los primeros años de dicha década se caracterizaron por superávit fiscales
globales. Empero, la crisis mexicana de 1995, la reforma de la seguridad social de 1996
y el comienzo de la recesión en 1998 condujeron a persistentes déficit fiscales.
Gráfico 1- Resultado global del GC (% del PIB)
Fuente: Banco Central del Uruguay (BCU)
Sin embargo, si se observa la evolución del resultado fiscal primario del GC, variable
más asociada a la política fiscal discrecional y clave para la sostenibilidad fiscal, se
obtiene un panorama diferente al anterior, dando cuenta de la importancia de los
intereses de la deuda en las cuentas públicas. Tal como refleja el gráfico siguiente, el
7
resultado primario como porcentaje del PIB fue superavitario previo a la crisis de 1982,
a fines de los ’80 y en los últimos siete años.
Gráfico 2 – Resultado primario del GC (% del PIB)
Fuente: Banco Central del Uruguay (BCU)
Esta historia de profundos y persistentes déficit fiscales tiene correlato en un abultado
endeudamiento. El siguiente gráfico muestra la deuda bruta del SPNF como porcentaje
del PIB. Puesto que no se cuenta con datos oficiales acerca de la deuda del GC para
todo el período de análisis, se aproxima esta última a través de la deuda del Sector
Público No Financiero (SPNF). 2
Gráfico 3- Deuda bruta del sector público no financiero (% del PIB)
100%
90%
80%
70%
60%
50%
40%
30%
20%
10%
2009
2006
2003
2000
1997
1994
1991
1988
1985
1982
1979
1976
1973
1970
0%
Fuente: elaboración propia a partir de series del BCU y del Instituto de Economía
Como se aprecia en el gráfico, la deuda como porcentaje del PIB creció en forma
explosiva luego de 1982 y de 2002. Ambas crisis evidencian un rápido aumento del
2
Para las primeras 12 observaciones de la muestra sólo se cuenta con datos de la deuda del Sector Público
Global (SPG) por lo que se supuso que la deuda de dichos años correspondió en su totalidad a deuda del
SPNF.
8
ratio debido a que son épocas de fuerte depreciación de la moneda en respuesta a
súbitos abandonos de sistemas de tipo de cambio controlado. Si se observa que la deuda
se encuentra denominada mayoritariamente en dólares y el PIB en moneda local, no es
extraño observar fuertes aumentos del ratio en años de depreciación de la moneda. Esta
conclusión es clave, ya que en momentos de severas contracciones (crisis de 1982 y
2002), el Gobierno se ve a menudo “obligado” a realizar un ajuste de las cuentas
públicas para poder hacer frente al endeudamiento adicional en un contexto de
restricciones de liquidez (crisis de tipo Sudden-stop). Por último, los acuerdos con los
organismos multilaterales de crédito (cruciales dado la falta de financiamiento de los
mercados de capitales), suelen exigir que el déficit fiscal se coloque en una senda de
sostenibilidad temporal, lo que conduce a vertiginosos ajustes fiscales.
Caracterizadas las variables fiscales resulta adecuado observar el comportamiento de las
mismas en relación al ciclo económico. El siguiente gráfico muestra el comportamiento
del déficit fiscal en distintas fases del ciclo, reflejando que pese a que en muchos años el
output gap fue positivo, el resultado del GC ha sido casi siempre deficitario, dando
cuenta de la persistencia del déficit fiscal.
Gráfico 4- Resultado fiscal global del GC como porcentaje del PIB y Output gap
como porcentaje del PIB tendencial
Fuente: Elaboración propia en base a datos del BCU
Sin embargo, el resultado fiscal global no brinda una idea de la política fiscal
discrecional, por lo que se observa el resultado fiscal primario y el ciclo económico en
el gráfico 4. Los años 1979-1981 corresponden al auge observado antes de la crisis de
1982, en donde se persiguieron equilibrios macroeconómicos desde el punto de vista
9
fiscal y externo3. El superávit observado a comienzos de los ‘90 se debe a los ajustes
fiscales implementados en el marco del sistema de bandas de flotación cambiaria. Estos
períodos de “cuentas públicas equilibradas” coinciden con la implementación de
esquemas de tipo de cambio controlado que inducen al crecimiento económico en los
primeros años, para luego desencadenar desequilibrios macroeconómicos: excesivo
consumo del sector privado. Finalmente, el período 2003-2006 corresponde a la salida
de la crisis de 2002, en donde los ajustes fiscales fueron necesarios a efectos de cumplir
con metas y favorecer estrategias de salida a la crisis.
De todas maneras, puede observarse que en fases de output gap positivo, el resultado
fiscal primario no exhibe significativos aumentos, lo que denotaría cierta prociclicidad
en la gestión de las cuentas públicas en fases positivas del ciclo. Por otra parte, en
momentos de output gap negativo se observa un inicial deterioro de la posición fiscal,
que luego mejora en tanto el output gap retoma su carrera ascendente.
Gráfico 5- Resultado fiscal primario (% PIB) y output gap (% PIB tendencial)
Fuente: Elaboración propia en base a datos del BCU
Sin embargo, la medida de política fiscal discrecional que brinda el resultado fiscal
primario es aún “precaria”, ya que se ve influenciada por la estabilización automática;
aquella parte de los impuestos y los gastos que no constituyen decisiones discrecionales
y que se ajustan de manera “automática” al ciclo. A efectos de capturar mejor la política
fiscal discrecional se observa el resultado primario ajustado por ciclo expresado como
porcentaje del PIB (RPAC). Dicho indicador consiste en el resultado fiscal depurado de
los efectos que posee el ciclo sobre los ingresos y egresos del gobierno (en siguientes
3
Azar y Bertoni (2007)
10
secciones se presenta la metodología empleada para la construcción de la serie). Como
se observa en el grafico 5, en fases de output gap positivo, el resultado fiscal primario
se ubica por encima del RPAC y lo inverso se observa en fases negativas.
Gráfico 6- Resultado fiscal primario con y sin ajuste cíclico (% PIB)
Fuente: Elaboración propia en base a BCU
Finalmente, el gráfico 6 permite observar la variación del RPAC en distintos escenarios
macroeconómicos, brindando una mejor idea de la política fiscal discrecional. Previo a
la crisis de 1982, en gran parte de la década de los ‘90 y en la actualidad el nivel de
actividad se encontró por encima de los niveles de tendencia, mientras que la política
fiscal discrecional actuó de manera procíclica, ya que el RPAC presenta una variación
negativa. Por otra parte, en momentos de fuerte contracción económica como los años
previos a la crisis de 2002, el RPAC muestra una variación positiva, lo que implica un
ajuste fiscal discrecional en años de contracción económica.
Gráfico 7- Variación del RPAC como porcentaje del PIB y output gap como
porcentaje del PIB tendencial
Fuente: Elaboración propia en base a datos del BCU
11
4. Modelización teórica empleada
El repaso de la literatura muestra el empleo de funciones de reacción fiscal que
consideran factores estructurales y cíclicos. Entre los primeros podría mencionarse la
convergencia de la política fiscal hacia objetivos de largo plazo o la maximización de
beneficios asociados a la implementación y el diseño de la política fiscal. Entre los
coyunturales pueden considerarse las fluctuaciones del producto, cambios en las tasas
de interés, etc. Considerando esto último, este trabajo empleará como modelo base el
propuesto por Balassone y Francese (2004) incorporando algunos puntos del trabajo de
Turrini (2008).
Siguiendo a Balassone y Francese (2004), el resultado fiscal se descompone en un
componente estructural o de fundamento y un componente cíclico, ambos expresados en
términos de producto:
(1)
Siendo:
el componente estructural del resultado fiscal
el componente cíclico del resultado fiscal
Componente estructural del resultado fiscal
El primer componente del segundo miembro de la ecuación obedece a factores
estructurales que pueden afectar el déficit fiscal del momento t. Los cambios en la
posición fiscal poseen implicancias en el largo plazo sobre la deuda y el resultado fiscal,
por lo que resulta razonable que el gobierno se preocupe por dichas variables. De
acuerdo a Balassone y Francese (2004) el componente estructural puede expresarse por
medio de la siguiente ecuación:
(2)
Siendo
y
gobierno y
~
0,
/
los niveles de resultado fiscal y deuda considerados óptimos por el
y
el resultado fiscal y la deuda del período t-1. Por último
y
0. A nivel estructural se cumple la siguiente relación:
siendo
la tasa de crecimiento de equilibrio del PIB nominal.
El componente estructural puede ser expresado como un proceso de ajuste desde los
niveles de resultado fiscal y deuda observados en el momento t hacia los niveles de
12
dichas variables compatibles con la restricción presupuestal intertemporal del gobierno
(RPI). Siguiendo a Blanchard (1990), si el gobierno desea llevar adelante una política
fiscal sustentable debería comportarse de modo de satisfacer la RPI, lo que implica que
el valor presente de los superávit fiscales esperados a lo largo del tiempo debe
compensar el valor de la deuda en el momento inicial.
Componente cíclico del resultado fiscal
El componente cíclico del resultado fiscal captura los desbalances fiscales generados deliberada o automáticamente- en respuesta a divergencias entre el PIB potencial y el
PIB efectivo (output gap). Este factor puede expresarse de la siguiente forma:
con
~
0,
(3)
En donde el desequilibrio en las cuentas públicas depende de las proyecciones
(expectativas) del gobierno acerca del output gap (
. El coeficiente
captura la
reacción de la política fiscal tanto discrecional como endógena a cambios en el
producto. En caso de que la reacción de la política fiscal a cambios en el ciclo del PIB
sea simétrica ante fases positivas y negativas, dicho coeficiente será único. Si se admite,
en cambio, que la respuesta fiscal al ciclo puede diferir según se trate de output gap
positivo o negativo, la ecuación puede reescribirse de la siguiente forma:
(4)
En donde:
•
es la reacción de la política fiscal cuando el output gap es positivo y
•
es la respuesta fiscal cuando el output gap es negativo.
Uniendo las ecuaciones (2) y (4), el déficit fiscal del periodo t puede ser expresado de la
siguiente forma:
1
Reordenando los términos se arriba a:
(5)
1
~
13
0,
Al unir ambas ecuaciones debe tenerse en cuenta algunas consideraciones importantes.
En primer lugar, en caso de que el gobierno no cuente con proyecciones respecto a los
ciclos económicos, se toma en lugar de la esperanza del output gap, valores pasados de
dicha variable. Estos valores se separan empleando la siguiente variable dummy:
1
0
0
0
Esto evita colinealidad entre las variables dummies y la constante y captura con mayor
precisión la respuesta de la política fiscal al output gap. De esta forma, se incorpora
como regresores
y
1
La constante del modelo incorpora de manera conjunta aquellos niveles de resultado
fiscal y deuda del gobierno que considera óptimos o al menos aquellos que obedecen a
consideraciones de largo plazo.
Por último, el modelo puede ser empleado indistintamente para comprobar la reacción
de cualquier indicador fiscal. En el presente trabajo se empleará el resultado primario
ajustado por ciclo, lo que permite aislar el efecto de los estabilizadores automáticos y
concentrarse sólo en la política fiscal discrecional, resultando un avance respecto a la
literatura existente para Uruguay.
Recesiones severas y auges económicos
Al estudiar el comportamiento cíclico de la política fiscal en Uruguay es importante
considerar la volatilidad del PIB. Talvi y Vegh (2000) estiman que el producto en las
economías emergentes es en promedio el doble de volátil que en las economías
desarrolladas. Gavin y Perotti (1997) y Manasse (2006) atribuyen parte de la diferencia
en el comportamiento fiscal entre economías emergentes y desarrolladas a la intensidad
de los shocks que experimentan, y especialmente al hecho de que las recesiones en las
economías emergentes son significativamente más severas que en los países
desarrollados.
En vista de lo anterior se considera relevante distinguir no sólo entre momentos de
output gap positivos y negativos, sino también al interior de dichas fases, tal como lo
hace Turrini (2008). A tales efectos se extiende el modelo descrito anteriormente
descomponiendo el output gap en cuatro fases: auge, expansión moderada, recesión leve
y recesión severa. La ecuación a estimar se presenta a continuación:
14
(6)
En donde:
-
refiere a las etapas de auge
-
refiere a las etapas de expansión moderada
-
refiere a las etapas de recesión leve
-
refiere a las etapas de recesión severa
5. Estrategia Empírica
Para la estimación se emplean datos anuales del período 1970-2009 con fuente Banco
Central del Uruguay (BCU) e Instituto de Economía de la Universidad de la República
(IECON). La disponibilidad de datos oficiales impone una restricción en cuanto a la
cobertura del sector público y la extensión del período de estudio. De contar con más
observaciones, la modelización econométrica se vería beneficiada. De todas formas,
cabe señalar que 40 años resultan suficientes para observar varios ciclos de la economía
uruguaya, múltiples enfoques de la política fiscal y diferentes modelos de crecimiento
económico.
El ciclo económico se estima utilizando la serie de PIB a precios constantes de 1997,
elaborada a partir de datos del BCU. Como medición del ciclo económico se opta por la
brecha de producto output gap (OG), que refleja la distancia entre el PIB efectivo (Y) y
el PIB potencial (Y*) expresado en términos del PIB potencial:
Para obtener los componentes cíclico y tendencial puede descomponerse la serie,
empleando filtros. En este trabajo se emplea el filtro de Hodrick-Prescott debido a la
sencillez de dicho mecanismo para la extracción de señales y a que la mayoría de los
documentos acerca de las propiedades cíclicas del producto emplean este filtro. Esto
último facilita la comparación de este trabajo con otros. Asimismo, estimaciones del
ciclo económico para Uruguay llevadas a cabo mediante otros filtros arrojan resultados
similares (Álvarez, Da Silva, Rodríguez, 2008). En este trabajo se utiliza un parámetro
de suavización λ=100, de manera de facilitar la comparación con otros trabajos que han
estimado el ciclo para Uruguay y que emplean dicho valor para el parámetro.
15
En lo que refiere a las series fiscales se emplean datos del consolidado Gobierno
Central-BPS (GC), ya que no se encontraron datos disponibles para el Sector Público
Global (SPG) ni para el Sector Público No Financiero (SPNF) que abarquen el período
de estudio. Esto deja a un lado a las Empresas Públicas y a los Gobiernos
departamentales, entre otros. El caso de las primeras es especialmente relevante, en
tanto las tarifas con que se gravan sus servicios suelen ser empleadas por el gobierno
como mecanismo de recaudación. Para soslayar este punto, cabe aclarar que las cifras
oficiales incluyen los aportes que las empresas públicas con superávit realizan al GC y
la asistencia de éste a empresas públicas deficitarias.
Una aproximación cercana a la política fiscal discrecional es el cambio en el resultado
primario ajustado por ciclo (RPAC). El RPAC ajusta el balance fiscal primario por el
efecto que el ciclo tiene sobre las finanzas públicas, neutralizando el efecto de los
estabilizadores automáticos, ya que surge de la diferencia entre los ingresos ajustados
por ciclo y el gasto primario4. La siguiente fórmula explica cómo se arriba a dicha serie.
1
Siendo:
-
la recaudación en t,
el PIB efectivo y el PIB de tendencia respectivamente,
el gasto público primario
- la elasticidad de largo plazo recaudación-PIB.
Para construir la serie de RPAC se estima la elasticidad de largo plazo de la recaudación
respecto al PIB a través de un modelo de Corrección de Errores (Anexo. I). Dicho
modelo estima la elasticidad en 1,09, lo que resulta aceptable teóricamente, puesto que
la misma sería cercana a la unidad. A su vez, si se compara la estimación del RPAC
empleando la elasticidad estimada a través del VECM y suponiendo elasticidad unitaria
los resultados no se ven afectados.
Finalmente, ya que no existe una serie histórica oficial de la deuda del GC que
contemple el período 1970-2009, se construye una serie para el SPNF empleando datos
del Instituto de Economía de la Universidad de la República para el periodo 1970-1981
4
El gasto primario también se ven afectados por el ciclo debido especialmente a las transferencias por
seguro de desempleo, sin embargo el efecto de los mismos suele ser pequeño por lo que la elasticidad del
gasto al ciclo puede suponerse igual a 0 (FMI, 2009).
16
y del BCU para los años posteriores. Para el período 1970-1981 se cuenta sólo con
datos correspondientes a la deuda del Sector Público Global (SPG), de manera que para
obtener la deuda del SPNF se supone que la totalidad de la deuda de ese período
corresponde al SPNF. De manera de capturar la carga que representa la deuda pública
para el país, se expresa el nivel de endeudamiento en términos de producto.
Análisis estadístico de la series
Output gap
Para realizar el estudio de la serie de output gap y considerando su posterior inclusión
en el modelo, se expresa la serie como porcentaje del PIB tendencial extraído a través
del filtro Hodrick-Prescott (λ=100).
Cuadro 1 Output gap: test de raíz unitaria
.12
.08
H0) OG tiene una Raíz Unitaria
Modelo sin tendencia ni constante
.04
.00
Valores críticos del
t-Estadístico
-.04
-.08
t-Estadístico
P-value
-4,3750
0,0001
1%
-2,6272
5%
10%
-1,9499
-1,6115
-.12
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
OG
Al inspeccionar visualmente la serie output gap se sospecha que la misma es
estacionaria, conclusión que se refuerza mediante el test de Dickey-Füller Aumentado,
ya que este no arroja evidencia estadística a favor de la presencia de raíces unitarias.
Con el objetivo de testear la existencia de asimetría en la reacción de la política fiscal
ante distintos momentos del ciclo, se separa la serie de output gap en output gap
positivo (OG>0) si el PIB efectivo es superior a PIB de tendencia y output gap negativo
(OG<0) en caso contrario. A continuación, se presenta las principales estadísticas
descriptivas de cada serie y su análisis gráfico.
17
Cuadro 2 Output gap positivo y negativo: gráficos y estadísticas descriptivas
OGPOS
Estadísticas Descriptivas
.12
Output Gap Positivo (% PIB)
.10
.04
Media
Mediana
Máximo
Mínimo
Desvío Estándar
Asimetría
Curtosis
2,15%
0,10%
11,62%
0,00%
3,31%
1,511
4,230
.02
Jarque-Bera
Probabilidad
17,749
0,000
.08
.06
Suma
.00
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
Suma de los Desvíos al Cuadrado
0,861
0,043
Nº Observaciones
40
OGNEG
Estadísticas Descriptivas
.00
Output Gap Negativo (% PIB)
-.02
-.08
Media
Mediana
Máximo
Mínimo
Desvío Estándar
Asimetría
Curtosis
-2,22%
0,0%
0,0%
-10,8%
3,28%
-1,372
3,620
-.10
Jarque-Bera
Probabilidad
13,197
0,001
Suma
-0,888
0,042
-.04
-.06
-.12
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
Suma de los Desvíos al Cuadrado
Nº Observaciones
40
Adicionalmente, se considera la posibilidad de asimetría al interior de las fases positivas
y negativas del ciclo. Para ello, la serie de OG positivo se distingue entre “auges”, años
en que la variable es superior a la media más un desvío estándar de dicha serie (5,5%) y
“expansión moderada”, años en que el OG positivo es inferior a la media más un desvío
estándar. Por su parte, la serie OG negativo se subdivide en “recesiones severas” si los
valores de dicha serie son inferiores a la media más un desvío estándar (-5,5%) y
“recesiones leves” en caso contrario. Al igual que en la versión anterior, las nuevas
series se crearon interrelacionando variables dummies con las series de OG positivo y
negativo. El siguiente esquema ilustra la división entre las fases del ciclo, mientras que
las gráficas reflejan la división realizada.
18
Cuadro 3 Ilustración de las distintas sub-fases del ciclo estimadas
0%
-5,5%
5,5%
OG Negativo
Recesión severa
OG Positvo
Recesión leve
Expansión Moderada
AUGE
Auge
EXPANSIÓN MODERADA
.12
.05
.10
.04
.08
.03
.06
.02
.04
.01
.02
.00
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
.00
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
RECESIÓN LEVE
RECESIÓN SEVERA
.00
.00
-.02
-.01
-.04
-.02
-.06
-.03
-.08
-.04
-.10
-.05
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
-.12
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
Para analizar con mayor precisión la reacción de la política fiscal discrecional en
momentos de muy fuerte contracción económica y reflejar mejor las particularidades de
las crisis en Uruguay, se emplea un criterio más estricto para distinguir entre fases de
recesión leve y recesión severa. En esta versión del modelo se considera “recesión
severa” cuando los valores de la serie OG negativo son inferiores a la media más dos
desvíos estándar de la serie OG negativo (-8,8%) y recesión leve en caso contrario. El
siguiente esquema ilustra el segundo criterio.
Cuadro 4 Ilustración de las distintas sub-fases del ciclo estimadas
0%
-8,8%
5,5%
OG Negativo
Recesión severa
OG Positvo
Recesión leve
Expansión Moderada
19
Auge
Las series que se obtienen de separar la serie original de OG son todas estacionaras de
acuerdo al test de Dickey-Füller Aumentado (Anexo. II).
Resultado primario ajustado por ciclo
Una vez obtenida la serie de RPAC, se expresa como porcentaje del PIB nominal
efectivo para su posterior inclusión en el modelo. Realizando un análisis visual del
gráfico, se sospecha que dicha serie es estacionaria, lo que se confirma mediante el test
de Dickey-Füller Aumentado.
Cuadro 5 RPAC gráfico y estadísticas descriptivas
.06
.04
H0) RPAC/PIB tiene una Raíz Unitaria
.02
Modelo sin tendencia ni constante
.00
t-Estadístico
P-value
-.02
-2,9002
0,0048
-.04
Valores críticos del
t-Estadístico
-.06
-.08
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
1%
-2,6256
5%
10%
-1,9496
-1,6116
CAPB_PIB
Ratio Deuda bruta/PIB
El gráfico de la serie permite sospechar acerca de la presencia de tendencia estocástica.
Al observar el test de Dickey-Füller Aumentado no se rechaza evidencia estadística a
favor de la hipótesis de una raíz unitaria.
Cuadro 6 Deuda /PIB: gráfico y estadísticas descriptivas
1.0
0.9
H0) deuda/PIB tiene una Raíz Unitaria
0.8
Modelo sin tendencia ni constante
0.7
0.6
Valores críticos del
t-Estadístico
0.5
0.4
0.3
0.2
0.1
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
DEUDA_PIB
20
t-Estadístico
P-value
-0,4310
0,5208
1%
-2,6272
5%
10%
-1,9499
-1,6115
A pesar de la evidencia estadística en favor de la no estacionariedad, resulta relevante
analizar las implicancias de ello desde un plano conceptual y teórico. El hecho de que el
ratio deuda/PIB presente tendencia estocástica implica que de ocurrir un shock en el
momento t, el mismo no se diluirá en períodos subsiguientes. Bohn (1998) analiza el
ratio deuda/PIB para EE.UU. entre 1916 y 1995, concluyendo que si bien desde un
punto de vista estadístico no se rechaza la existencia de una raíz unitaria, hay evidencia
de que ante un incremento del ratio, el gobierno toma medidas correctivas en vez de
dejarlo crecer indefinidamente. Concretamente, Bohn demuestra que el resultado fiscal
primario es función creciente del ratio deuda/PIB y por lo tanto la política fiscal es
sustentable. El autor afirma que como el ratio deuda/PIB se encuentra afectado por
varios shocks, su reversión a la media es difícil de detectar y por ende un análisis de este
tipo es más adecuado que el simple estudio univariante de la serie.
Al observar la evolución histórica del ratio deuda/PIB en Uruguay se percibe el fuerte
impacto que las crisis económicas han tenido sobre dicha variable, en gran parte como
consecuencia de súbitos abandonos de sistemas de tipo de cambio controlado. La deuda
pública uruguaya se encuentra mayoritariamente denominada en dólares, por lo que una
devaluación de la moneda nacional genera un incremento inmediato del ratio
deuda/PIB; luego del impacto de estos episodios, la serie tiende a exhibir cierta
persistencia. Al considerar el período 1970-2009, el efecto de las crisis de 1982 y 2002
es muy fuerte y podría semejar la presencia de una raíz unitaria. Si por el contrario se
considera un período más largo, el efecto de las crisis se diluye y la probabilidad de que
la serie sea no estacionaria se reduce considerablemente. El gráfico a continuación
presenta una serie de deuda pública para el período 1903-2009 y refleja que las crisis
pasadas constituyen episodios atípicos que podrían asemejar la presencia de raíz unitaria
si se analizan plazos cortos. Incluso, si la serie se completa interpolando los datos
faltantes y se somete a un test de Dickey-Füller Aumentado no se encuentra evidencia
estadística acerca de la presencia de una raíz unitaria (este ejercicio y sus resultados son
presentados en el Anexo. III).
21
Gráfico 8- Deuda pública bruta (% PIB)
120%
100%
80%
60%
40%
20%
1903
1908
1913
1918
1923
1928
1933
1938
1943
1948
1953
1958
1963
1968
1973
1978
1983
1988
1993
1998
0%
Fuente: Elaboración propia en base a datos del IECON y el BCU
A la luz de lo anterior, se incorpora la variable deuda/PIB al modelo en nivel y no en
diferencia, como se sugiere para la estimación ante la presencia de raíces unitarias. La
principal implicancia de incluir una serie integrada de primer orden al modelo es que el
mismo pierde la capacidad de proyectar. En base a esto, resulta relevante aclarar que el
modelo pretende brindar una explicación de la realidad y no una proyección del
resultado fiscal. Por otra parte, al igual que el análisis de Bohn (1998) realizado para
EE.UU., el presente trabajo pretende analizar la reacción del RPAC ante cambios en el
nivel de endeudamiento, brindando un análisis más detallado de las reacción de la
política fiscal discrecional en el ciclo económico.
Análisis de endogeneidad
De manera de testear la presencia de endogeneidad entre el RPAC y el OG, se realiza el
test de Causalidad de Granger cuyos resultados se muestran en el Anexo. IV. Respecto a
la hipótesis de que el RPAC causa en el sentido de Granger al OG, al realizar el test
tomando en cuenta un rezago no se rechaza dicha hipótesis para una significación de
1%; tampoco se rechaza que el RPAC cause en el sentido de Granger al OG negativo
para un nivel de significación de 1%, lo que arroja evidencia en favor de causalidad en
el sentido de Granger de RPAC a OG. Asimismo, si se considera dos rezagos, se
rechaza que el RPAC cause en el sentido de Granger al OG para un nivel de
significación de 5%, sin embargo para una significación de 10% no se rechaza que el
RPAC cause en el sentido de Granger al OG negativo.
Respecto a la hipótesis de que OG causa en el sentido de Granger al RPAC, el test de
Granger tomando en cuenta un rezago rechaza que el OG no cause en el sentido de
22
Granger al RPAC para un nivel de significación de 1%. De manera similar, se rechaza
que OG negativo y OG positivo no causen en el sentido de Granger al RPAC para un
nivel de significación de 1%. Los resultados se mantienen si se realiza el test de Granger
tomando en cuenta dos rezagos.
Lo dicho anteriormente motiva a que en el presente trabajo se incluyan las variables de
ciclo de manera rezagada como variables instrumentales para evitar el potencial
problema de endogeneidad entre estas últimas y el RPAC.
6. Modelo empírico y principales resultados
En esta sección se presentan los resultados de los modelos estimados. Se realiza un
estudio progresivo en el que se avanza en el grado de no linealidad. Como fue
mencionado anteriormente, se emplea como variable dependiente el RPAC, indicador
de la política fiscal discrecional (PFD). Cabe mencionar que las conclusiones a las que
se arriba son similares a las que se obtienen si se considera como indicador fiscal al
resultado fiscal global o el resultado fiscal primario. En el Anexo. V se realiza una
comparación de las principales características y conclusiones a las que se arriba si se
emplean distintos indicadores fiscales como variable dependiente.
Modelo 1: Carácter cíclico de la PFD
Como punto de partida se estima una función de reacción fiscal en la que sólo se refleja
el carácter cíclico de la PFD.
(1)
Siendo:
•
•
•
•
•
el resultado primario ajustado por ciclo como porcentaje del PIB
el ratio deuda bruta/PIB
el output gap como porcentaje del PIB de tendencia.
una variable dummy que capta el efecto de la crisis de 1982
un ruido blanco
Modelo 2: distinción entre momentos positivos y negativos del output gap
El Modelo 2 pretende testear la existencia de asimetría en la reacción de la política
fiscal al ciclo del PIB. Para ello se incorporan dos variables explicativas vinculadas al
ciclo: una que capta la reacción de la PFD ante fases positivas del ciclo (OG>0) y otra
que capta su reacción ante fases negativas (OG<0). Metodológicamente, se emplea
23
como herramienta para separar el ciclo una variable dummy multiplicativa que adopta el
valor uno cuando el OG es positivo y cero cuando es negativo.
.
.
(2)
Siendo:
•
ηp = reacción de la política fiscal discrecional ante momentos positivos del ciclo
•
ηn = reacción de la política fiscal discrecional ante momentos negativos del ciclo
Modelo 3: Distinción entre auge, expansión moderada, recesión leve y severa –
Criterio I
En esta versión del modelo se estudia la no linealidad de la reacción de la PFD al ciclo,
considerando la existencia de asimetría al interior de las fases positivas y negativas. Se
distinguen cuatro fases: auge, expansión moderada, recesión severa y recesión leve. Se
emplea como primer criterio de clasificación la media más un desvío estándar en la serie
de OG.
.
Siendo:
-
la reacción de la PFD ante auges
-
la reacción de la PFD ante expansiones moderadas
-
la reacción de la PFD ante recesiones leves
-
la reacción de la PFD ante recesiones severas
Modelo 4: Distinción entre auge, expansión moderada, recesión leve y severa - Criterio
II
Este modelo repite el análisis anterior pero con un umbral más estricto para distinguir
entre recesión leve y recesión severa, lo que permite reflejar la severidad de las
recesiones en Uruguay. Se considera recesión severa cuando el OG negativo es inferior
a la media más dos desvíos estándar y recesión leve en caso contrario. La categorización
entre auges y expansiones moderadas se mantiene incambiada.
24
A continuación se presenta un cuadro con los resultados de las estimaciones realizadas
para los cuatro modelos
Cuadro 7 Síntesis de los resultados arribados
Variable dependiente
Período
Nº Observaciones
Variable explicativa
RPAC
1970‐2009
39
Modelo 1
Modelo 2 Modelo 3 Modelo 4
Constante
‐0.017***
(0,005)
(0,006)
(0,007)
(0,007)
RPAC (‐1)
0.248**
0.243**
0.276**
0.292**
(0,113)
(0,127)
(0,138)
(0,131)
Deuda (‐1)
0.046***
0.053***
0.049***
0.043**
(0,015)
(0,017)
(0,018)
(0,018)
OG (‐1)
‐0.015**
‐0,012
‐0,008
‐0.08*
(0,04)
OGPOS (‐1)
‐0.242***
(0,071)
OGNEG (‐1)
0,014
(0,087)
Auge (‐1)
‐0.263*** ‐0.282***
Exp. Mod (‐1)
Rec. Leve (‐1)
Rec. Severa (‐1)
AIC
Test de Wald
Hipótesis Nula
OG neg=OG pos
‐5.95
‐5.72
(0,078)
(0,076)
‐0,322
‐0.372*
(0,224)
(0,215)
0,136
0,198
(0,186)
(0,148)
0,012
‐0,02
(0,092)
(0,092)
‐5.63
‐5.7
p‐value (Estadístico F)
0,05
Auge=Rec. Severa
0,09
0,05
Exp. Mod=Rec.Leve
0,2
0,07
Nota: Entre paréntesis los desvíos estándar
***significación al 1%, **significación al 5%, *significación al 10%
Los modelos arrojan evidencia de que el ciclo económico influye en la política fiscal
discrecional. Concretamente, si se observa el modelo canónico, el signo negativo del
coeficiente estimado para η denota un carácter procíclico en la PFD: el RPAC empeora
tras “momentos buenos” y mejora tras “momentos malos”.
Al observar los signos de los coeficientes estimados en el Modelo 2, en donde se separa
el OG en Output Gap positivo y negativo, se concluye que tras momentos positivos del
ciclo, el RPAC se deteriora significativamente, pero luego de momentos negativos, el
RPAC reaccionaría con menor intensidad, ya que el coeficiente no es estadísticamente
25
significativo.5 En otras palabras, la PFD es significativamente procíclica luego de fases
positivas, pero acíclica luego de fases negativas. Al realizar el test de restricciones
lineales de Wald para someter a prueba la hipótesis de que los coeficientes son
estadísticamente iguales, se observa evidencia de la diferencia estadística entre los
coeficientes, ya que el p-valor asociado a la prueba es de 0,05.
Si se consideran los resultados del Modelo 3, se observa que los mismos se encuentran
en línea con versiones anteriores del modelo: los coeficientes estimados reflejan
prociclicidad de la PFD tras momentos de OG positivo, pero aciclicidad luego de
momentos de OG negativo.
Al observar la reacción en la fase positiva del ciclo, se concluye que si bien la PFD es
siempre procíclica, la misma reacciona con mayor intensidad tras períodos de expansión
moderada que tras períodos de auge. En momentos de OG negativo, la PFD se presenta
levemente contracíclica o incluso acíclica dado que los coeficientes no son
significativos. Al comparar la reacción tras momentos de recesión leve y momentos de
recesión severa se concluye que la misma es más intensa y significativa en los primeros.
Al someter los coeficientes estimados al test de Wald, se obtiene que los coeficientes
estimados para auge y recesión severa son estadísticamente diferentes entre sí con un
nivel de significación del 10%, pero no así la diferencia entre expansión moderada y
recesión leve, en donde el p-valor es 0,20%.
Por último en el modelo 4 se observa que para momentos positivos las conclusiones no
cambian: el modelo refleja prociclicidad en la PFD y una reacción más intensa tras
momentos de expansión moderada que tras momentos de auge. Para momentos
negativos hay ciertos cambios que refuerzan las conclusiones de la versión anterior. Por
un lado, se fortalece la conclusión acerca del deterioro en las finanzas públicas tras una
recesión leve (PFD contracíclica) y por otro el signo del coeficiente estimado para
recesión severa se vuelve negativo, aunque dicho coeficiente sigue siendo no
significativo. Esto último implica que tras fuertes contracciones económicas la PFD
reacciona poco y con una leve inclinación procíclica. Finalmente, las conclusiones del
test de Wald se tornan más significativas: se rechaza la hipótesis nula de coeficientes
5
Un OG negativo en t-1 impacta en forma negativa en el RPAC, ya que el coeficiente es positivo y el
valor de la variable OG negativo es por construcción negativo.
26
iguales con un nivel de significación cercano al 5% tanto al comparar los coeficientes de
auge y recesión severa como los de expansión moderada y recesión leve.
Variables explicativas no vinculadas al ciclo
Los modelos indican que el coeficiente estimado para la variable rezagada es siempre
significativo, de signo positivo y menor que la unidad.
El coeficiente estimado para el ratio deuda/PIB rezagado es siempre significativo,
positivo e inferior a la unidad, lo cual se encuentra en línea con lo esperado desde un
punto de vista teórico para la evaluación de la sostenibilidad de la política fiscal. Tras
un aumento del ratio deuda/PIB el RPAC mejora, lo que implica que el gobierno busca
crear superávit fiscales necesarios para hacer frente al mayor peso de la deuda. Ante una
caída del ratio deuda/PIB, el RPAC se deteriora ya que al hacerse más leve la carga de
la deuda hay más espacio fiscal para el incremento del gasto primario. Este resultado
cumple el criterio de solvencia establecido por Bohn (1998) mencionado anteriormente,
y refuerza las conclusiones sobre el ratio deuda-PIB.
Aún cuando la significación de la constante disminuye a medida que se separa en fases
del ciclo, se opta por mantenerla en el modelo por su implicancia desde un punto de
vista estadístico.
Por último, los períodos de recesión severa suelen acompañarse de aumentos abruptos
del ratio deuda/PIB, por lo que es posible que la significación de los parámetros se vea
afectada. En aras de comprobar en qué grado esto podría afectar las conclusiones de los
modelos estimados, se estimó la última versión del modelo sin considerar como variable
explicativa al ratio deuda/PIB (Anexo. VI). La significación del parámetro
correspondiente a recesiones severas mejora considerablemente, volviendo el parámetro
significativo al 15%. De todas formas, se observa que las conclusiones del modelo
permanecen incambiadas; los signos de los coeficientes se mantienen para los variables
vinculadas al OG y el valor de los mismos es similar salvo en el caso de recesiones
severas en donde el signo es igual pero el valor es un tanto superior.
7. Implicancias de la asimetría sobre el nivel de endeudamiento
La respuesta asimétrica de la política fiscal al ciclo no sólo presenta un problema si se
pretende estabilizar el producto, sino que además podría derivar en problemas de largo
plazo al crear endeudamiento adicional. Esta sección realiza un ejercicio que aproxima
27
el impacto que la asimetría en la reacción de la política fiscal discrecional puede tener
sobre el nivel de deuda en Uruguay.
Balassone y Francese (2004) explican el impacto que la asimetría podría tener sobre la
deuda a través del siguiente gráfico.
Gráfico 9- Deuda bruta con y sin simetría en la política fiscal
Fuente: Balassone y Francese (2004)
La línea celeste muestra la trayectoria del ratio deuda/PIB (dt) bajo el supuesto de
política fiscal acíclica. Como esta última no reacciona ante el ciclo, la trayectoria de la
deuda permanece gobernada por factores de largo plazo y dt converge gradualmente al
nivel óptimo de largo plazo (d*).
La línea verde indica cuál sería la trayectoria de la deuda si la política fiscal reacciona
0 6. Suponiendio prociclicidad, ante una
ante el ciclo de manera simétrica
shock positivo sobre el producto, el OG se vuelve positivo y el resultado fiscal se
deteriora aumentando el endeudamiento (gráficamente la línea verde se encuentra por
encima de la celeste). Durante la fase contractiva del ciclo, el resultado fiscal mejora y
por tanto disminuye el endeudamiento. Como la política fiscal reacciona con la misma
intensidad ante perturbaciones negativas y positivas, la posición fiscal perdida en fases
positivas se recupera totalmente en fases negativas. Si suponemos que las innovaciones
poseen una media 0 y una varianza constante, el ciclo permite que los déficit fiscales se
compensen con los superávit y por tanto la deuda converja a su nivel de largo plazo. El
mismo razonamiento se puede aplicar para una situación contracíclica.
6
A modo de simplificar la explicación se supuso que el ciclo económico es simétrico.
28
Finalmente, la línea azul refleja la trayectoria del ratio deuda/PIB cuando la política
fiscal reacciona en forma asimétrica ante las distintas fases del ciclo
).
Suponiendo un caso similar al de las estimaciones de la sección anterior, en donde
0 y
0, ante un shock positivo en el nivel de actividad, el déficit fiscal
aumenta y crece el endeudamiento, pero luego en la fase negativa el déficit fiscal no
reacciona. En tanto la respuesta no es simétrica, el déficit fiscal generado en la fase
positiva del ciclo no es compensado con un incremento equivalente del resultado fiscal
en fases negativas. El comportamiento anterior deriva en que la deuda permanezca en su
nuevo nivel, mayor al observado en el momento inicial. De esta forma el nivel del ratio
deuda/PIB de equilibrio pasa a ser superior al óptimo
).
En este trabajo se adapta la metodología de Balassone y Francese (2004) para realizar
un ejercicio que permite aproximar el impacto de la asimetría en el nivel de deuda
uruguayo. Se compara la serie de deuda que se obtiene si se considera que la política
fiscal reacciona en forma asimétrica con la que se obtendría si la respuesta al ciclo fuese
simétrica. Para la estimación de ambas series de deuda se parte de la siguiente dinámica:
1
Siendo -
la deuda del período t como porcentaje del PIB
el resultado fiscal del período t como porcentaje del PIB
la tasa de crecimiento nominal del PIB
De la ecuación anterior, se desprende que la deuda del período t equivale a la deuda del
período anterior descontada por el pago de la misma a través del crecimiento del PIB
deduciendo el resultado fiscal generado en el periodo t. Se supone, por simplicidad que
no se emplean otras formas de financiamiento del déficit fiscal (senioriage, uso de
reservas e impuesto inflacionario).
Empleando estimaciones de la sección anterior, se reproducen dos series de RPAC: una
considerando asimetría y otra suponiendo simetría. Puesto que la dinámica de deuda se
expresa a través del resultado fiscal primario (RFP), las series se reajustan por ciclo
obteniendo series de RFP con y sin asimetría. Luego, cada una de estas series se
sustituye en la ecuación de dinámica de deuda anterior para llegar a series de deuda de
29
GC con y sin asimetría. De la diferencia entre los valores de dichas series para cada año
se concluye acerca del impacto de la asimetría sobre el nivel de endeudamiento.
Para la estimación de la series de RPAC con asimetría se utiliza directamente la variable
dependiente estimada en el Modelo 4. Para la estimación de la serie sin asimetría se
supone que la política fiscal reacciona según el coeficiente estimado para el OG
rezagado en el Modelo 1, en el que no se distingue entre fases positivas y negativas del
ciclo.
El ejercicio permite concluir que la reacción asimétrica puede derivar en un
endeudamiento adicional. Si se toman los resultados de los modelos 1 y 4 se observa un
endeudamiento adicional de 33% del PIB, lo que implica un sobreendeudamiento en
promedio de 0,8% del PIB por año. La diferencia entre la deuda con y sin asimetría fue
positiva para todos los años del período. El siguiente gráfico muestra la diferencia entre
la deuda con asimetría y la deuda sin asimetría año a año y acumulada (ambas
expresadas como porcentaje del PIB). La diferencia anual entre la deuda con y sin
asimetría queda acotada entre 0% y 2,5% del PIB, valores que resultan razonables
dando mayor verosimilitud al ejercicio.
Gráfico 10 Diferencia entre deuda de GC con y sin asimetría (% PIB)
35%
2,5%
30%
2,0%
25%
1,5%
20%
1,0%
15%
0,5%
10%
0,0%
5%
-0,5%
Diferencia anual accumulada (izquierda)
30
2009
2007
2005
2003
2001
1999
1997
1995
1993
1991
1989
1987
1985
1983
1981
1979
1977
1975
1973
1971
0%
Diferencia anual como % PIB (derecha)
8. Conclusiones
Este trabajo encuentra evidencia de que el ciclo es una variable significativa en la
conducción de la política fiscal discrecional y que la misma posee una orientación
procíclica en el período 1970-2009. Dicho resultado se alinea con las conclusiones de la
mayoría de los trabajos empíricos que han estudiado el carácter cíclico de la política
fiscal en los países emergentes y en Uruguay.
Concretamente, la política fiscal discrecional en Uruguay ha sido significativamente
procíclica luego de momentos positivos y acíclica o levemente contracíclica luego de
momentos negativos. Estos resultados se encuentran en línea con la evidencia empírica
para economías emergentes, en donde la política fiscal discrecional reacciona de manera
procíclica ante fases positivas del ciclo y con mayor intensidad que ante fases negativas.
Al separar al interior de las fases positivas y negativas del ciclo, se concluye que tras
fases positivas la política fiscal discrecional reacciona en forma procíclica, mostrando
mayor intensidad tras períodos de expansión moderada que tras períodos de auge. Esto
puede deberse a que resulta políticamente más viable llevar adelante una política fiscal
discrecional procíclica en momentos de expansión moderada que en momentos de auge,
cuando quienes toman decisiones podrían verse presionados a reducir el grado de
prociclicidad de la política fiscal discrecional aunque no lo suficiente como para adoptar
una política contracíclica.
Adoptando un umbral estricto para considerar recesiones severas, se concluye que la
reacción de la política fiscal discrecional es contracíclica tras una recesión leve, pero
acíclica o incluso levemente procíclica luego de una recesión severa. Esto último se
encuentra en línea con Gavin y Perotti (1997) y Manasse (2006) que reconocen una
mejora en las cuentas fiscales en economías emergentes tras episodios de fuerte
contracción económica.
Adicionalmente, la política fiscal discrecional responde en este modelo a la variable
rezagada, al ratio deuda/PIB rezagado y una constante que captura la dinámica de largo
plazo y la convergencia a los niveles de resultado fiscal y deuda que el gobierno
considera óptimos. La evidencia indica que la variable rezagada es significativa y su
coeficiente es positivo y menor a la unidad. Por su parte, el coeficiente estimado para el
ratio deuda/PIB rezagado es siempre significativo, positivo e inferior a la unidad,
cumpliéndose la condición de solvencia planteada por Bohn (1998). Tras un aumento
31
del ratio deuda/PIB, el resultado primario ajustado por ciclo mejora, lo que implica que
se buscan superávit primarios necesarios para hacer frente al mayor peso de la deuda.
Ante una caída del ratio, el resultado primario ajustado por ciclo se deteriora, ya que al
hacerse más leve la carga de la deuda hay más espacio para el incremento del gasto
primario. Cabe destacar la importancia de la incorporación del ratio deuda/PIB en el
modelo, ya que las fases de recesión severa se asocian a repentinos aumentos del tipo de
cambio nominal y por ende del ratio deuda/PIB.
Por último, una de las principales implicancias de una respuesta asimétrica de la política
fiscal al ciclo es su impacto sobre el nivel de endeudamiento. El ejercicio realizado
encuentra un sobreendeudamiento en términos acumulados de 33% del PIB,
representando un promedio anual de 0,8% de PIB entre 1970 y 2009. De esta forma, se
concluye que la respuesta asimétrica de la política fiscal al ciclo podría derivar en
problemas de largo plazo al crear endeudamiento adicional.
¿Qué factores pueden estar incidiendo en el hecho de que el comportamiento de la
política fiscal sea distinto del recomendado desde un punto de vista teórico? La teoría
del Public Choice brinda por ejemplo, un marco para comprender dicha divergencia,
reconociendo ciertas fallas en el accionar gubernamental que podrían acarrear niveles de
gasto o recaudación distintos a los óptimos. En las economías emergentes es frecuente
que el problema de la asimetría sea atribuido a las características en el acceso al crédito.
Esencialmente, en las crisis de 1982 y 2002, el resultado fiscal se ajustaría en respuesta
al incremento del ratio deuda/PIB y no en aras de mitigar los impactos del ciclo
económico. Por el contrario, en épocas de auge, la carga de la deuda se diluye a la vez
que se obtienen mayores oportunidades de fondeo, por lo que se aprovechan para relajar
las cuentas públicas.
Talvi y Vegh (2000) encuentran que la volatilidad de la base imponible y las presiones
políticas pueden ser fuentes adicionales de asimetría y prociclicidad en la política fiscal
de las economías emergentes. En esta problemática juegan un rol muy relevante los
factores institucionales y políticos como las presiones de grupos de interés, agentes no
totalmente consientes de la restricción presupuestal intertemporal del gobierno.
Finalmente, además de ser una herramienta para influir en la economía, la política fiscal
ha sido empleada en muchas ocasiones con fines políticos. Quizás el más claro ejemplo
de esto sea el sesgo expansivo que en muchos casos se observa en los períodos previos a
las instancias electorales, o ciclo electoral de las finanzas públicas.
32
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34
Anexos
Anexo. I.
Elasticidad Recaudación–PIB de largo plazo
Johansen tests for cointegration
Trend: constant
Sample: 1972 - 2009
maximum
rank
0
1
2
parms
6
9
10
Number of obs =
Lags =
LL
104.59676
112.07938
112.39481
5%
trace
critical
statistic
value
15.5961
15.41
3.76
0.6309*
eigenvalue
.
0.32553
0.01646
Vector Error Correction Estimates Sample (adjusted): 1973 2008 Included observations: 36 after adjustments Standard errors in ( ) & t‐statistics in [ ] Cointegrating Eq: CointEq1 LREC(‐1) 1.000000 LPIB(‐1) ‐1.090812 (0.36824) [‐2.96222] C 0.508709 Error Correction: D(LREC) D(LPIB) CointEq1 ‐0.175259 ‐0.033380 (0.13334) (0.06700) [‐1.31438] [‐0.49819] D(LREC(‐1)) ‐0.040463 ‐0.041735 (0.17590) (0.08839) [‐0.23003] [‐0.47217] D(LREC(‐2)) ‐0.517294 ‐0.028893 (0.16227) (0.08154) [‐3.18795] [‐0.35435] D(LPIB(‐1)) 0.647877 0.618023 35
38
2
(0.47595) (0.23917) [ 1.36122] [ 2.58407] D(LPIB(‐2)) ‐0.044424 ‐0.128473 (0.49335) (0.24791) [‐0.09005] [‐0.51823] C 0.056129 0.016190 (0.01797) (0.00903) [ 3.12427] [ 1.79335] FE=1974 ‐0.418905 ‐0.004980 (0.09476) (0.04762) [‐4.42066] [‐0.10459] FE=1984 ‐0.364562 ‐0.016043 (0.10130) (0.05090) [‐3.59894] [‐0.31518] R‐squared 0.632953 0.289900 Adj. R‐squared 0.541191 0.112375 Sum sq. resids 0.198302 0.050072 S.E. equation 0.084156 0.042288 F‐statistic 6.897773 1.633010 Log likelihood 42.54494 67.31882 Akaike AIC ‐1.919163 ‐3.295490 Schwarz SC ‐1.567270 ‐2.943597 Mean dependent 0.033765 0.024421 S.D. dependent 0.124242 0.044885 Determinant resid covariance (dof adj.) 6.43E‐06 Determinant resid covariance 3.89E‐06 Log likelihood 122.0672 Akaike information criterion ‐5.781509 Schwarz criterion ‐4.989750 Orthogonalization: Cholesky (Lutkepohl) H0: residuals are multivariate normal Sample: 1970 2009 36
Included observations: 36 Anexo. II.
Component Skewness Chi‐sq df Prob. 1 ‐0.493608 1.461892 1 0.2266 2 0.191168 0.219271 1 0.6396 Joint 1.681163 2 0.4315 Component Kurtosis Chi‐sq df Prob. 1 2.066106 1.308236 1 0.2527 2 1.211203 4.799693 1 0.0285 Joint 6.107928 2 0.0472 Component Jarque‐Bera df Prob. 1 2.770128 2 0.2503 2 5.018964 2 0.0813 Joint 7.789091 4 0.0996 Dickey-Fuller Aumentado para Auge, Expansión Moderada, Recesiones Leves y Recesiones
Severas
Auge
Null Hypothesis: AUGE has a unit root Exogenous: None Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) Augmented Dickey‐Fuller test statistic t‐Statistic Prob.* ‐3.457605 0.0010 Test critical values: 1% level ‐2.627238 5% level ‐1.949856 10% level ‐1.611469 *MacKinnon (1996) one‐sided p‐values. Expansión Moderada
Null Hypothesis: EXPANSION MOD has a unit root Exogenous: None 37
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) Augmented Dickey‐Fuller test statistic t‐Statistic Prob.* ‐3.725139 0.0005 Test critical values: 1% level ‐2.627238 5% level ‐1.949856 10% level ‐1.611469 Recesión Leve – Criterio I
Null Hypothesis: RECES LEVE has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) Augmented Dickey‐Fuller test statistic t‐Statistic Prob.* ‐3.123269 0.0026 Test critical values: 1% level ‐2.625606 5% level ‐1.949609 10% level ‐1.611593 Recesión Severa - Criterio I
Null Hypothesis: RECES SEVERA has a unit root Exogenous: None Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) Augmented Dickey‐Fuller test statistic t‐Statistic Prob.* ‐3.366783 0.0013 Test critical values: 1% level ‐2.627238 5% level ‐1.949856 10% level ‐1.611469 Recesión Leve –Criterio II
Null Hypothesis: RECES LEVE has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) 38
Augmented Dickey‐Fuller test statistic t‐Statistic Prob.* ‐3.898215 0.0003 Test critical values: 1% level ‐2.625606 5% level ‐1.949609 10% level ‐1.611593 . Recesión Severa – Criterio II
Null Hypothesis: RECES SEVERA has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) Augmented Dickey‐Fuller test statistic t‐Statistic Prob.* ‐2.976837 0.0039 Test critical values: 1% level ‐2.625606 5% level ‐1.949609 10% level ‐1.611593 Anexo. III.
Estacionariedad de la serie deuda pública/PIB para el Siglo XX
A modo de reafirmar la idea de que la serie deuda/PIB tomada en períodos largos debería ser estacionara se
realiza un test de Dickey-Füller Aumentado a la serie deuda pública/PIB para el período 1903-2009.
Test de Dickey‐Füller Aumentado para deuda pública/PIB Null Hypothesis: DEUDA_PIB has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) Augmented Dickey‐Fuller test statistic Test critical values: t‐Statistic Prob.* ‐3.810305 0.0198 1% level ‐4.049586 5% level ‐3.454032 10% level ‐3.152652 *MacKinnon (1996) one‐sided p‐values. 39
Null Hypothesis: DEUDA_PIB has a unit root Exogenous: Constant t‐Statistic
Prob.* Augmented Dickey‐Fuller test statistic ‐3.596970 0.0074 Test critical values: ‐3.495021
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
1% level
5% level ‐2.889753 10% level ‐2.581890 *MacKinnon (1996) one‐sided p‐values. Anexo. IV.
Test de causalidad de Granger
Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1970 2009 Lags: 1 Null Hypothesis: Obs F‐Statistic Probability OG does not Granger Cause CAPB_PIB 39 17.1887 0.00020 10.4834 0.00259 16.6406 0.00024 0.93756 0.33937 5.95532 0.01972 11.6002 0.00163 CAPB_PIB does not Granger Cause OG OGPOS does not Granger Cause CAPB_PIB 39 CAPB_PIB does not Granger Cause OGPOS OGNEG does not Granger Cause CAPB_PIB 39 CAPB_PIB does not Granger Cause OGNEG Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1970 2009 Lags: 2 Null Hypothesis: Obs F‐Statistic Probability OG does not Granger Cause CAPB_PIB 38 9.61133 0.00051 0.41393 0.66443 8.08920 0.00138 0.60364 0.55274 3.18379 0.05441 2.75515 0.07825 CAPB_PIB does not Granger Cause OG OGPOS does not Granger Cause CAPB_PIB 38 CAPB_PIB does not Granger Cause OGPOS OGNEG does not Granger Cause CAPB_PIB 38 CAPB_PIB does not Granger Cause OGNEG 40
Anexo. V.
Sistematización de los modelos considerando otras variables fiscales
Indicador fiscal
(% PIB)
Indicador de
ciclo
RPAC
OG
Principales Conclusiones
Existencia de Asimetría
Significación parámetros
Hay asimetría entre momentos positivo y negativo Los coeficientes para el OG negativo no
son significativos pero a medida que se
van considerando las distintas fases por
separado esto se atenúa y solo queda no
significativo el coeficientes de
recesiones severas
Problemas
detectados
· El ciclo ec. rezagado explica en parte el RPAC. PFD procíclica.
• Al separar en fases positivas y negativas : el RPAC es procíclico tras
momentos buenos y contracíclico tras momentos malos. El coeficiente de OG
negativo no es significativo, lo que puede denotar aciclicidad en momentos
malos.
• Al separar el OG positivo en auge y expansión moderada y el OG negativo en
recesión leve y recesión severa empleando el primer criterio las conclusiones
se mantienen: PFD procíclica y significativa en momentos buenos y
contracíclica o acíclica en momentos malos.
• Si la anterior separación se realiza con uncriterio màs estricto para clasificar
alinterior del OG negativo se mantienen las mismas conclusiones pero mejora
la significación del coeficiente de recesión leve (significativo en más del 80% de
Hay asimetría entre momentos auge y
los casos) y el coeficente para recesión severa se vuelve negativo aunque
sigue siendo no significativo. Esto denota que tras recesiones severas la PFD recesión severa y momentos expansiones
moderadas y recesiones leves
reacciona en forma aciclica o levemente prociclica.
• Conclusiones finales: *En momentos positivos la PFD es siempre procíclica y
significativa y reacciona con más intensidad tras expansiones moderadas,
cuando 0%<OG<5,6%. *En momentos negativos, la PFD es contracíclica tras
momentos de recesión leve y acíclica cuando la recesión es muy severa (OG<8%).
•Otras variables explicativas: el RPAC también es explicado por el RPAC
rezagado y la deuda rezagada, todos como %PIB. Ambos coeficientes con
signo positivo en línea con lo esperado.
• La constante es negativa en todos los casos
RF Primario
Resultado Fiscal Global
OG
OG
• A nivel conceptual se desprenden las mismas conclusiones que en el caso
anterior, el RFP es: 1) procíclico cuando el OG es positivo y especialmente
cuando el auge no es tan grande; 2) contracíclica cuando el OG es negativo
pero no tanto y 3) acíclico en recesiones severas.
• RFP rezagado y la deuda rezagada son significativos y tienen signo positivo.
La constante es negativa.
• Los valores de los coefientes son similares al caso anterior.
• La significación de los parámetros es mejor en este modelo.
• En lo que refiere a la asimetría se arriba a conclusiones similares a los
modelos anteriores.
• El valor de los coeficientes cambia levemente respecto a los anteriores. Por
ejemplo en las expansiones moderadas en que hay evidencia de
contraciclicidad los coeficientes son mayores. Esto puede reflejar el accionar
de los estabilizadores automáticos por naturaleza contracíclicos. En los
momentos buenos en que hay prociclicidad, los coeficientes no son inferiores a
los que se obtuvo para el caso del RPAC como seria esperable por los
estabilizadores automáticos.
• La deuda rezagada no es significativa.
41
Los coeficientes para el OG negativo no
Hay asimetría entre momentos positivo y son significativos pero a medida que se
negativo. Hay asimetría entre momentos van considerando las distintas fases por
separado esto se atenúa y solo queda no
auge y recesión severa y momentos
significativo el coeficientes de
expansiones moderadas y recesiones
recesiones severas
leves.
Residuos no normales
La significación de las variables
referentes al ciclo es buena, ya que sólo
no es significativo el coeficiente de
recesión severa. Sin embargo, el
coeficiente de ratio Deuda/PIB rezagado
no es significativo.
Deuda no significativa
Hay asimetría entre momentos positivo y
negativo. Hay asimetría entre momentos
auge y recesión severa y momentos
expansiones moderadas y recesiones
leves.
Anexo. VI. Estimación del modelo sin incluir el ratio deuda/PIB
Dependent Variable: CAPB_PIB Method: Least Squares Sample (adjusted): 1971 2009 Included observations: 39 after adjustments Variable Coefficient
Std. Error
t‐Statistic
Prob. C 0.005874
0.004604
1.275790
0.2109 RPAC_PIB(‐1) 0.470495
0.112036
4.199484
0.0002 AUGE(‐1) ‐0.319796
0.079047
‐4.045636
0.0003 EXPANSION MOD(‐1) ‐0.441440
0.227096
‐1.943843
0.0605 RECES LEVE(‐1) 0.214881
0.157864
1.361179
0.1827 RECES SEVERA(‐1) ‐0.126879
0.085371
‐1.486209
0.1467 R‐squared 0.665703 Mean dependent var ‐0.004363 Adjusted R‐squared 0.615052 S.D. dependent var 0.022205 S.E. of regression 0.013777 Akaike info criterion ‐5.590965 Sum squared resid 0.006264 Schwarz criterion ‐5.335032 Log likelihood 115.0238 F‐statistic 13.14291 Durbin‐Watson stat 2.151214 Prob(F‐statistic) 0.000000 Residuos: histograma y estadísticas descriptivas
9
Series: Residuals
Sample 1971 2009
Observations 39
8
7
6
5
4
3
2
1
0
-0.02
0.00
0.02
42
Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis
-5.34e-19
0.000363
0.023555
-0.032130
0.012839
-0.362527
2.878481
Jarque-Bera
Probability
0.878263
0.644596